农户金融素养水平测度及其对家庭消费的影响研究
——以黄河灌区农户为例

侯香玲，修长百，刘玉春，李 洁

(内蒙古农业大学 经济管理学院，内蒙古 呼和浩特 010000)

1 文献综述

根据中国人民银行发布《消费者金融素养调查分析报告(2021)》，我国消费者金融素养指数为66.81，目前我国消费者金融素养水平一般且差异性较大，尤其老年人与青少年的金融素养水平相对较低。与此相应的是伴随着乡村振兴的提出，我国农村加快了实现农村农业现代化的脚步，农村经济结构不断优化调整，农村地区资金、技术等不断流入，由此促进农户收入增加、消费水平提升、投资需求多元，农户面临更多的资产配置问题，而金融素养作为一种重要的人力资本，势必会伴随着消费、储蓄等配置的全过程，并发挥着重要的作用。金融素养是否会影响农户家庭消费支出、金融素养与农户家庭金融行为、农户家庭消费支出之间存在何种关系，正是本文拟待解决的问题。

金融素养最早是由美国学者B.Douglas Bernheim(1996)提出，他首次将居民对于金融知识的接受程度引入家庭金融行为的研究中并发现前者会影响后者。然而，这并未引起学者们的关注，随着金融危机的爆发，人们意识到金融素养的重要性。之后，学者们对金融素养与金融行为之间的关系进行了深入研究，Rooij(2007)研究发现，金融素养水平与其受访者金融行为之间存在正向关系，即当居民金融素养提升时，其管理资金、运用资金能力会随之提高。学者们将研究重点放在金融素养与居民收入、资产配置、信贷获得性等方面，何学松、孔荣(2019)发现金融素养可以通过影响农民金融行为从而在促进居民收入；周雨晴、何广文(2020)发现金融素养高的农户其金融市场参与能力更强，居民对金融资产的配置比例也更高；吴卫星(2018)等运用夏普比率构造指标评价居民金融素养与其资产组合合理性，通过研究发现金融素养水平较高的居民其资产组合更合理，更有利于居民积累财富；尹志超、宋全云等(2015)将正规信贷可得性作为间接变量引入金融知识影响家庭创业的研究中，发现金融知识水平越高的家庭，其对正规信贷的需求性越高，其正规信贷可得性越大。有关家庭消费的研究，主要集中于家庭负债、家庭收入、家庭资产等对居民家庭消费的影响。Modigliani E，Brumbereg R(1954)最早通过研究发现家庭合理的负债会优化家庭资产配置结构，从而实现家庭跨期消费效应的最优。目前，大量学者们的研究均表明，收入会对消费产生持续性影响(赵怡虹、李峰，2008；张五六、赵昕东，2012；王艺、李娜，2016)。范旭春、朱保华(2015)研究发现从短期来看，家庭消费支出会受到当下家庭面临的消费环境以及家庭对于未来预期的影响，而从长期来看，家庭收入与资产的增长则是导致家庭消费支出的重要因素。

综上所述，现有文献关于金融素养的测度及其与金融行为的关系等为笔者研究提供重要启示和有益借鉴。但梳理文献发现，现有研究还存在不足：已有金融素养研究多集中于城市居民，对农村居民尤其是对黄河灌区农户金融素养测度研究较少，且已有金融素养相关文献中缺乏金融素养对农户家庭消费影响的研究。鉴于此，笔者拟构建农户金融素养与其家庭消费之间的关系，计量分析农户金融素养对其家庭消费的影响，以期实现金融素养视角下的农户家庭消费优化机制。

2 研究假设

金融素养是指消费者利用金融知识与能力有效管理和支配自身金融资源并增进经济福祉的能力(余文建等，2017)。随着经济社会的不断发展，金融产品等日益复杂化，这就要求居民必须提升自身金融素养水平，以适应日益变化的金融市场。居民在进行借贷、投资、消费等各个环节均会涉及金融知识、能力使用及金融态度的表达。因此，金融素养水平较高的居民更能合理利用资金，实现家庭资产的最优分配，并以此促进消费的提升，实现个人福利最大化。金融素养作为一种重要的人力资本，在家庭进行金融决策中起到重要作用，而家庭消费支出是家庭金融决策的重要部分，因此，二者之间必然存在一定的关系。从理论上来说，金融素养是提高家庭金融可得性的重要因素之一。拥有较高水平的个体，会拥有对金融知识更好的理解力、拥有对金融技能的使用能力和更加理性化的金融态度，基于此，家庭会更合理地利用自有资源，并提高自身的金融可得性。随着家庭金融可得性的提高，其资产分配也会趋于合理化，并促进家庭消费支出的良好提高。基于此，笔者认为金融素养提高会使得家庭金融可得性提高，并促进家庭消费支出的良好提高。因此提出以下研究假设。

假设1：金融素养会正向影响农户家庭消费支出，即较高的金融素养能够提升农户家庭消费支出水平。

假设2：金融素养通过影响农户家庭的金融可得性，进而影响农民家庭的消费支出水平，即金融可得性在金融素养促进农户家庭消费支出中具有中介作用。

3 数据说明与模型设定

3.1 数据说明

文中数据来源于内蒙古农业大学经济管理学院内蒙古农村牧区发展研究所对农牧户的调研，该课题于2020年11月—12月在内蒙古自治区巴彦淖尔市3个旗县、10个乡镇、40个自然村进行入户采访，样本选取充分考虑到了地域差异及经济发展差异，样本有较好的代表性。具体调研问卷包括农户个体特征、农户家庭特征等。调研共发放问卷793份，回收问卷793份，问卷回收率为100%；其中有效问卷为714份，问卷有效率为90.04%。

3.2 变量选择

3.2.1 农户家庭消费支出。笔者选取人均家庭消费总支出、人均生存型消费支出、人均发展型消费支出为被解释变量，反映农户家庭消费支出的指标。其中，人均生存型消费支出包括食品、服饰、房屋修建或维护、能源开支等；人均发展型消费支出包括医疗支出、人情礼金开支、教育开支、通信开支、交通运输开支等。

3.2.2 金融素养。笔者选取金融素养为解释变量，参照张欢欢等(2017)以及中国人民银行构建消费者金融素养指数的方法，构建了包括金融知识、金融技能、金融态度的综合金融素养指标体系。采用主成分分析法和最大方差法，根据成分特征值>1的原则，提取了16个公因子，累计方差贡献率达74%，并将上述各因子的方差贡献率占总方差贡献率的比重作为权重，加总得出农户总体金融素养水平。由因子分析得KMO为0.804，说明样本适合做因子分析并提取公共因子。

表1 金融素养提取变量降维过程

3.2.3 家庭金融可得性。笔者参照尹志超(2015)以及罗娟、王露露(2017)采用农户家庭银行卡数量作为对金融可得性的考察标准，选取农户家庭拥有的银行卡、存折数量为中介变量，来反映农户家庭金融可得性。

3.2.4 控制变量。笔者选取农户个体特征中的性别、年龄、受教育年限、婚姻状况、职业、健康状况，家庭特征中选取家庭总人口数、家庭净收入，自有土地面积来反映控制变量。具体见表2。

表2 各变量赋值及描述性统计

3.3 模型设定

3.3.1 OLS模型。为验证假设1，即金融素养能够促进农户家庭消费支出的提高。笔者采取OLS模型进行估计，具体模型如下：

lnCON=λ0+λ1FL+λ2Xi+ε

(1)

其中，CON表示农户家庭消费支出，FL表示农户金融素养，Xi表示控制变量，包括农户个体特征与家庭特征，ε表示误差项。

3.3.2 中介模型。为验证假设2，即农户金融行为在金融素养促进农户家庭消费中的中介效应，笔者采用温忠麟(2014)提出的中介检验方法进行检验，构建中介模型具体如下：

lnCON=α0+α1FL+α2Xi+μ1

(2)

M=β0+β1FL+β2Xi+μ2

(3)

lnCON=φ0+φ1FL+φ2M+φ3Xi+μ3

(4)

其中，CON表示农户家庭消费支出，FL表示农户金融素养，Xi表示控制变量，包括农户个体特征与家庭特征，M表示中介变量，即农户金融行为，文中用农户家庭所拥有的银行卡数量来衡量，μ表示误差项。

4 实证分析

4.1 金融素养影响农户家庭消费结果估计

对式(1)进行OLS回归分析，由表4可知，金融素养对农户家庭人均消费支出、农户家庭人均发展型消费支出产生显著的正向影响，金融素养会对农户家庭消费产生影响，但金融素养对农户家庭生存型消费支出没有影响。此外，家庭净收入、农户个体特征中的健康状况、婚姻状况、受教育年限以及农户家庭特征中的自有土地面积对农户家庭人均消费支出、农户家庭人均发展型消费支出产生的正向影响，其中，农户个体特征中的婚姻状况并未对农户家庭人均发展型消费支出产生正向影响；而农户家庭特征中的家庭成员数量则会对农户家庭人均消费支出、农户家庭人均发展型消费支出产生显著的负向影响。

表3 金融素养对农户家庭消费的影响

考虑到上述结果会存在内生性问题：①因为家庭消费支出水平高的农户其涉及的储蓄、消费、投资等相关知识的学习也会较多，所以农户的金融素养水平也会提高，这就导致其存在因果联立问题；②因为遗漏变量的偏差或测量误差也会导致该问题。由于受访农户会向同村其他农户学习金融知识等而提高自身金融素养水平，但同村其他农户金融素养水平又不会对该农户家庭消费支出水平产生影响，因此该变量符合工具变量要求。所以，笔者以农户同一村内收入等级相同的其他农户的金融素养均值作为工具变量，采用包含内生变量的两阶段回归(TSLS)，采用工具变量法进行两阶段回归估计，结果显示，其F值分别为256.40，53.144，大于其统计临界值13.61，说明不存在弱工具变量问题。其DWH检验值分别为1.431，1.614，其结果分别在1%、5%、10%的水平上拒绝了所有解释变量均为外生性变量的原假设，因此，说明该工具变量选择较合理，存在内生变量。

4.2 中介效应检验

文中参考温忠麟(2014)提出的中介效应检验方法，以农户家庭金融可得性作为中介变量考察金融素养对农户家庭消费支出的作用机制。首先分别做农户家庭消费支出、农户家庭发展型消费支出对金融素养的回归，结果显示金融素养回归系数为正，且金融素养估计系数P值在1%、5%、10%的水平下都显著，说明金融素养对农户家庭消费支出、农户家庭发展型消费支出有显著影响，即可以进入中介效应检验的第二步。

做金融可得性对金融素养的回归，结果显示金融素养回归系数为正，且金融素养估计系数P值在1%、5%、10%的水平下都显著，说明金融素养对农户金融可得性有显著影响，即可进入中介效应检验的第三步。

分别做农户家庭消费支出、农户家庭发展型消费支出对金融素养和金融可得性的回归，结果显示金融素养的估计系数均发生了下降，表明该模型为部分中介模型，分别计算其中介效应占总效应的比重，得到如下结果：农户家庭消费支出的中介效应占总效应比重为11.3%，农户家庭发展型消费的中介效应占总效应比重为11.6%。有上述结果表明，前文所设的假设2得到了验证，即金融素养通过影响农户家庭的金融可得性，进而影响农民家庭的消费支出，即金融可得性在金融素养促进农户家庭消费支出中具有中介作用(具体结果如表4、表5所示)。

表4 农户家庭消费总支出中介效应结果

表5 农户家庭发展型消费支出中介效应结果

5 结论与建议

笔者通过运用因子分析法构造黄河灌区农户金融素养指标体系，探究其对当地农户家庭消费的影响。根据实证结果发现，金融素养会正向影响农户家庭消费支出；进一步研究发现，金融素养通过影响农户家庭的金融可得性，进而影响农民家庭的消费支出水平，即金融可得性在金融素养促进农户家庭消费支出中具有中介作用。

政府应充分发挥其主导作用，加强对农户金融知识、金融能力等方面的培训和引导；社会各界力量应深入农村与嘎查村落合作组织开展有关金融知识方面的学习与教育，例如银行等金融机构应积极开展金融知识、技能讲座，提高农户的金融知识了解程度；农户充分利用自身手中的资源，例如网络、电视等，学习金融知识，提高自身金融素养水平，由此来促进农户家庭消费支出的提升，提高农户的幸福感，带动当地经济发展，实现农村现代化。